農業現代化對城市化進程的作用分析——基于長三角地區的實證檢驗

毛雁冰，凌繼全

（1.上海大學 經濟學院，上海 200444；2.紅星美凱龍家居集團股份有限公司，上海 200333）

一、研究背景與問題

農業現代化是經濟社會實現現代化的重要組成部分，它不僅僅是農業部門內部的現代化問題，而且與整個社會結構及經濟結構的變動都密切相關。長期以來，我國農村和農業的發展始終滯后于城市和其他工業部門的發展，雖然二元城鄉結構取得了顯著的進步，在農業現代化的過程中所出現的問題以及農業現代化對城市化及工業化所產生的影響還有待進一步研究和探討。

由于農業現代化會釋放出來大量農業人口，不僅為城市發展和工業發展提供了充足的勞動力，也對城市發展水平和規模提出了要求。發展經濟學中，拉尼斯—費景漢（Ranis and Fei，1961）和托達羅（Todaro，1969）模型都強調提高農業部門生產效率及保持農業部門自身的發展，而不能盲目地強調農村勞動力向城市的轉移[1-2]。農村勞動力轉移須與推進工業化、城市化、農業現代化同步進行。國內的部分學者從理論層面描述分析了我國農業現代化與城市化進程的相互關系，如馬恩成（1995）認為鄉村工業化、城市化必須帶動農業現代化，避免農業萎縮、農村蕭條和農民貧困[3]。郭劍雄（2003）認為技術進步、結構轉變和制度變遷是農業現代化的基本決定因素，而這些因素很大程度上依賴于城市化[4]。劉成璧（2008）認為城市化是中國“三農”問題的物質基礎，工業化、城市化和農村現代化需要協同發展[5]。他們認為農業現代化水平依賴于城市化，是城市化發展的結果，卻沒有考慮到農業現代化對城市化的積極作用。沈凌、田國強（2009）認為推進城市化以減少農村人口比單純增加農民收入更有利于經濟的發展，將城市化作為解決“三農”問題的突破口，卻忽略了作為工業化、城市化基礎的農業現代化不同發展路徑所產生的影響[6]。隨著農業現代化涵義的不斷變化，學者們也開始從量化的角度來考察農業現代化問題。梅芳權（1999）、蔣和平等（2005）、曾利彬（2008）等學者將農業現代化編制為多層次群體指標表，利用相應指標加權得到的指數對農業現代化進行評價[7-9]。朱婭等（2011）通過對江蘇省農戶的調查，從農民素質提高的角度分析了農民的現代性對農業全要素生產率提高的影響和作用[10]。付曉丹（2012）分析了農村投資對農民收入和經濟增長的影響，得到了農村人力資本投資對于經濟增長的總效應較強，而固定資產投資具有滯后效應的結論[11]。但不同學者在編制評價體系時，各級評價指標設計標準不同，在計算和確定各級指標的權重時，所使用的方法不同，因而得到的評價指數存在著很大差異，將農業現代化評價體系的結果應用到規范經濟學實證分析當中就難免存在著偏差和困難。

一些學者注意到了農業現代化對城市化的重要作用，如牛若峰（2001）認為農業現代化是傳統的生產部門轉變為現代產業的演進過程，是實現實施農村綜合發展計劃和城鄉一體化發展戰略，從而改變城鄉二元經濟結構的途徑[12]。夏小林、王小魯（2000）認為我國城市化滯后的原因是多方面的，如發展戰略、制度和各種物質條件等。其中農業現代化水平低和農業勞動生產率增長率小，大大限制了中國城市化進程[13]。但是他們的分析僅限于理論層面的討論，并沒有進一步利用實證來檢驗。夏春萍、劉文清（2012）利用VAR模型研究了農業現代化、城鎮化和工業化三者之間的相互關系，并發現農業現代化對城鎮化有正效應[14]。但是，他們所使用的人均機械總動力并不足以衡量農業現代化發展程度。只有全面地衡量農業現代化發展狀況，才能更好地分析出其對城市化發展的影響。

目前我國的城市化發展并沒能有效的縮小城鄉之間發展的差距，大規模的農村人口遷移更多的是人口流動，而非農村人口的市民化，農村人口難以切斷與土地的經濟聯系，這勢必會導致土地邊際生產效率難以得到顯著提高，同時也不能促進城市工業及服務業的大發展。因此，應當強調農業的基礎作用，通過實現農業現代化發展，擴大農業生產規模，從而擴大農業部門自身的有效就業，提高農村居民收入，緩解城市的就業壓力。本文以長三角地區①農業發展情況為依據，運用TFP測算和面板計量模型對選擇變量的檢驗，在分析農業現代化發展程度的基礎之上，進一步闡述農業現代化對城市化所產生的作用和影響，并提出相應的政策建議。

二、模型及變量選擇

長三角地區是中國經濟最發達的地區，同時也是城市化率較高、農業現代化水平較高的地區。關注和研究長三角地區農業現代化的發展及其對城市化的作用，可以為其他地區的城鄉統籌發展提供經驗依據和政策借鑒。從圖1中可以看出長三角地區以非農人口比重衡量的平均城市化率和平均農業增加值曲線總體呈現同步逐漸提高的趨勢，1993-2010年長三角地區平均城市化率增長率為3.24%，其中1999-2005年增長最快，為4.41%，這一時期也是中國城市化進程最快的階段。1993-2010年長三角地區農業增加值增長稍有起伏，平均增長率也達到9.43%。面臨著家庭聯產承包制的激勵效用基本釋放完，農業增長遇到瓶頸，農業生產率也大幅下降的局面。1992年之后，隨著市場機制的引入、農業基礎設施的大量建設，在家庭經營基礎上推進農業現代化成為了農業繼續增長的動力?？梢?，長三角農業的快速增長與農業現代化是密不可分的，城市化與農業增長的統一步調也顯示出農業現代化與城市化有著緊密的聯系。

圖1 長三角地區平均城市化率和平均農業增加值趨勢

（一）基于Malmquist指數法的農業TFP測算

農業科技水平進步包括一系列基礎農業科研成果，如培育高產、抗病蟲害、耐旱的農作物新品種；研制新型化肥和農藥；提高牲畜免疫能力等。因此，農業的技術進步將極大地影響農業生產效率。而度量農業技術進步最好的方法就是測度全要素生產率（Total Factor Productivity），Lin（1992）較早地對中國農業TFP增長進行了測算，并研究了影響因素尤其是制度因素[15]。韓曉燕等（2005）對中國農業TFP增長的收斂性做了進一步檢驗[16]。李靜等（2006）、全炯振（2009）、李谷成（2009）在中國農業TFP分段時期的增長路徑研究結論一致[17-19]。1978-1984年農業TFP增長來自于家庭聯產承包制和農產品政策性提價。1985-1991年農業生產結構的調整以及農村工業化轉變帶來的農業資源外流導致了這一階段TFP的下降。1992-1996年市場機制的引入、農業基礎設施的建設把TFP拉升到歷史高位。1997年至研究結點，農業TFP呈現出波動趨勢。TFP作為技術進步的衡量指標被認為是經濟增長的源泉，因此也是衡量農業現代化的重要標桿。

TFP測算的數據來源：①農業產出變量，采用農業增加值避免了總產值中所包含的中間投入價值。②土地投入，考慮到我國農業復種、休耕或棄耕等情況的存在，本文以農作物播種總面積作為土地投入度量指標，比使用可耕地面積指標更能體現實際的土地使用率。③勞動力投入，指的是糧食和經濟作物等種植業中的勞動者人數，此數據無法直接獲得，本文使用農業產值占農林牧副漁總產值的比重進行加權。④農業中間消耗，是指農業生產經營過程中所消耗的貨物和服務的價值，包括物質產品消耗和非物質性服務消耗。較大多數文獻選用的化肥、農藥、塑料薄膜、電力、役畜、灌溉面積等更加全面，而且這些投入無法細分至農林牧副漁具體使用量，造成狹義農業投入的高估。⑤農業生產性固定資產原值，用農村家庭擁有農業生產性固定資產原值乘以農村家庭戶數得到。

（二）建立回歸模型及變量選擇

農業現代化是通過引入先進科學技術，投入現代生產要素，建立農產品、農業生產資料市場機制和服務系統等手段將傳統農業逐步改造成為具有更高生產效率、可持續發展的現代農業的過程。根據農業現代化的內涵將農業現代化定義為農業投入要素現代化與農業技術進步之和。投入要素的現代化是農業現代化的基礎，包括機械設備的使用、農村電氣化、農用物質的使用和農田水利情況，這些要素的使用能夠極大地提高農業生產率。農業的科技水平進步將由實證第一部分得到的農業TFP來衡量。根據以往農業現代化指標評價體系設定以及本文的研究目標，將回歸模型設定如下：

其中，i和t分別代表省市個體和時期，解釋變量Ur代表城市化率，與大多數研究一樣本文采用非農業人口比重衡量。沒有選擇城鎮人口比重的原因，一方面是因為農業人口和非農業人口數據來自于公安戶籍統計數，鄉村人口和城鎮人口數據則來自人口普查或人口抽樣調查，大多年份數據由推算得出，因此，使用非農業人口比重數據更加真實、準確。另一方面是戶籍因素，在城鎮生活的一部分居民并沒有城市戶籍，使用城鎮人口比重會高估城市化率。解釋變量有：tfp表示農業科技水平，使用實證第一部分得到的農業TFP時序衡量；mach表示農業機械化，包括從播種到收割過程的機械設備的使用情況，以機械總動力指標衡量；ele表示農村電氣化情況，以使用農業用電量衡量；fer表示農用物資使用情況，用化肥使用量衡量；irr表示農田水利情況，以有效灌溉面積衡量。其他影響因素有：fin表示對農業的財政投入，衡量政府對農民生活、醫療保證投入以及對農業生產建設等的支持；income表示農村居民人均純收入，衡量農民生活水平；land表示農村人均經營耕地面積，衡量城市發展的支撐能力；pgdp表示4個省市各自人均GDP，代表社會經濟發展的整體水平。

三、實證檢驗結果

（一）農業TFP實證分析

表1為利用DEA數據包絡分析得到的4個省市的Malmquist指數，可以看出1993-2010年共18年間，浙江農業TFP年均增長率最高為5.3%，其次是江蘇為4.2%，第三是上海為3%，最后是安徽為-1.6%。除了安徽TFP平均增速為負之外，其他3個省市農業生產率保持了一定的增長速度。安徽作為傳統農業大省，在4個省市中第一產業增加值占GDP比重最高，2010年安徽為14.1%，上海0.7%，江蘇6.2%，浙江5%。可以看出，長三角地區農業產出的占比較小，產業結構的升級程度較高。安徽省農業TFP增速較低，農業增加值比例較高，一方面，由于安徽省發展相對落后，農村地區仍存在大量的勞動力，龐大的農業基數造成配套基礎設施建設的相對緩慢；另一方面，隨著大量農業人口轉移到長三角其他地區，造成的耕地拋荒、田地疏于管理以及農業抗自然災害的能力減弱。此外，安徽農業產業結構調整不如其他3個省市，大部分地區依然以傳統農業為主，農民沒有從農業生產中獲得足夠的收入，因此難以調動起生產積極性。

表1 四個省市1993-2010年的Malmquist指數

長三角地區的農業全要素生產率呈現出總體上升，各省市不同年份伴隨著不同程度波動的趨勢?？傮w上升的大趨勢說明以全要素生產率作為實現條件之一的農業現代化程度在不斷提高，農業的現代化從而理論上可以帶來正反兩方面的影響。一是農業全要素生產率的提高會釋放出大量的農業人口，就業結構的非農化直接帶動了人口向城市的遷移和集中，促進城市化發展。二是以全要素生產率表示的農業現代化程度不斷提高，會提高農村居民的純收入，農業生產規模不斷擴大，增強了農業對于就業的吸納能力，使得收入升高的這部分農民并不愿意遷至城市，從而放緩城市化的速度，緩解了盲目城市化的壓力。農業全要素生產率對城市化進程產生正向作用還是反向作用，可以通過進一步計量分析進行驗證。

（二）農業現代化對城市化進程影響的實證分析

根據所使用的長三角面板數據，對回歸方程估計之前先進行F值檢驗，確定所選面板數據個體效應的存在，排除混合回歸模型的適用性，然后使用固定效應模型（FE）和隨機效應模型（RE）對回歸方程進行回歸。對兩個模型的回歸結果進行Hausman檢驗之后，結果顯著拒絕了0假設，故應該選擇固定效應模型。大部分解釋變量回歸系數顯著性良好，僅有兩個在10%的顯著水平下不顯著（見表2）。

1993-2010年長三角地區各解釋變量指標數據均值見表3。

從表2和表3中可以得到以下結果：

（1）總體上來看，農業現代化對城市化發展的促進作用明顯。所選取的農業現代化衡量指標中，科技水平、電氣化水平和農用物資使用情況對城市化發展有顯著正向影響。此外，人均GDP每增加1萬元，城市化水平增加8%，可見一個地區整體人民生活水平的提高也會大幅度促進城市化水平的提高。長三角地區的經驗結果證明了人均GDP與城市化發展水平的同步，保證一定的經濟增長水平則可以帶動城市化發展。

（2）以表3列出的各省市1993-2010年各項指標的平均數據為參考，農業TFP增長率每翻一番，城市化率提高達6.53%。長三角地區作為全國城市化水平領先的經濟圈，雖然農業整體發展程度較高，TFP平均增速超過我國其他地區（周端明，2009）[20]，但是增長水平依然不是很高，安徽甚至出現負增長。因此，各地區從提高農業全要素生產率的角度實現城市化發展的空間還很大。

表2 農業現代化對城市化影響的回歸結果

表3 1993-2010年長三角地區各解釋變量指標數據均值

（3）農村用電量每增加10億千瓦小時、化肥使用量每增加10萬噸，城市化水平將分別提高約0.11%和0.91%，機械化指標呈正向關系，但是回歸系數不顯著。長三角地區農業由粗放型向集約型轉變一方面體現在TFP增長，另一方面就體現在投入要素的現代化上?，F代化要素的投入增加不僅提高了農業現代化程度，還促進了城市化發展。但是受限于農業規模、生產方式，各自形成了最優要素投入結構，為城市化提供足夠的動力。根據表3所示的指標水平，例如安徽在用電量、上海在化肥使用上，短時期內迅速加大投入并不現實，而且可能根本不需要。因此，在加大農業科技投入和資本注入的同時，還要注重優化農業投入結構，防止產生生產效率難以快速提高還會資源浪費的困境。

（4）農田水利指標回歸系數顯著為負。由于有效灌溉面積這一指標一定程度上反映了土地的稀缺性，因而每增加10萬公頃，城市化水平會下降1.32%。因此，各地區在加快城市化進程時，不能單純地將農業人口遷移到城市以提高城市化率，而是應該注重從灌溉效率、基礎設施等方面來促進農業現代化，從而釋放富裕的農業人口。

（5）人均純收入、人均經營耕地面積、農業財政投入的增加與城市化發展呈反向關系。人均收入每增加1000元/年，城市化率下降1%；而人均經營耕地面積指標回歸系數雖不顯著，每增加1畝，城市化率下降39.78%；農業財政投入每增加1億元，城市化水平下降1.27%。人均純收入、人均經營耕地面積兩項指標共同反映農村居民的生活水平的指標表現出了對城市化的負向影響。因此，為了保證合理城市化，調整農民收入水平和土地政策就成了緩解城市化過快壓力的有效手段，可以協調城鄉發展，平衡勞動力市場供求降低失業水平，維持經濟發展和生態環境相容，保證經濟社會的平穩發展。而以各省市目前以及平均農業財政投入水平來看，對城市化的影響還比較微弱。這是因為目前各地的農業財政投入中支農投入占很大比重，這一部分包括直補、教育、醫療和社保等直接提高農民收入的內容，而農民收入的提高會減緩城市化進程。因此，如果想利用財政投入來控制城市化進程，還需要加大投入額度，調整投入結構，明確投入目的，達到調節城市化發展速度的目的，以保證城市化水平的適度、合理。

從長三角地區的經驗可以看出，農業現代化的衡量指標包括科技水平、機械化水平、電氣化水平、農用物資使用水平以及人均GDP的提高成為了城市化的助推因素，而農田水利化水平、人均純收入、人均經營耕地面積和農業財政投入與城市化的發展呈現反方向關系。為實現城鄉協調發展，努力提高農村居民收入水平，加強農業水利、電力等基礎設施建設，加大對農村地區的財政投入至關重要，同時在政策選擇上也具有較大的空間和潛力。

四、結論及政策含義

農業現代化和城市化是實現經濟社會現代化的重要力量，又有著緊密的聯系，隨著農業現代化的加深，農業效率的提升伴隨著第一產業所需從業人員的減少，就業結構的非農化直接帶動了人口向城市的遷移和集中，這部分農業人口需要到城鎮找到新的就業崗位，就必須利用城市發展空間，吸收農民進城落戶，實現農業人口向非農人口轉移，提高城市化率。城市化是二、三產業發展的土壤，城市的發展為農業現代化提供了先進的物質生產資料和科學技術，并且城市的聚集效應和規模效應可以吸收農村遷移人口。但是，片面地強調城市化的發展，而忽略了農業現代化及農業生產效率的提高，會給城市化發展造成不利影響，實現城鄉協調發展是解決這些問題的關鍵所在。

本文基于長三角地區面板數據，首先利用Malmquist指數法測度了衡量農業現代化科技進步的重要指標，即農業TFP增長率。然后，通過計量模型分析了TFP時序、農業現代化投入要素以及其他影響因素對城市化率的影響程度，根據計量結果得到農業現代化對城市化有顯著促進作用，加強農村基礎設施建設和財政投入，不斷提高農村居民的收入水平，可以縮小城鄉發展的差距，促進城鄉統籌發展等結論。根據上述結論，本文提出以下政策建議：

第一，推動農業現代化進程。加大農業基礎科研投入，鼓勵科技創新以加快農業技術進步，擺脫對土地、勞動力等粗放型生產所需要素的依賴且向集約型生產方式轉變，使TFP持續高速增長是農業現代化的重要步驟，而提高農業機械化、電氣化、農用物資使用以及農田水利化則是農業現代化穩扎穩打的必經之路。此外還應繼續完善農產品、農業資源市場，加強農業部門與其他社會部門的聯系。各地區應該根據自身農業現代化發展狀況，針對不足加大投入，提高農業生產率，從而促進城市化發展。

第二，在推進城市化發展的同時努力提高農民生活水平。提高農民的生活水平可以扼制城市化的過快發展，防止城市化過程中出現轉移的農村剩余勞動力和城市產業部門勞動需求不平衡造成的失業、城市部門擴大造成的環境污染、城鎮與工業布局零亂、土地利用率不高等問題。城市化發展不僅需要提高由農業人口轉變而來的那部分人口的生活水平，以此保證他們離開農村向城市集中的動力，還需要提高留在農村的居民的生活水平，保持他們的生產積極性，提高生產效率，保證國家糧食生產安全。

第三，完善土地流轉機制，擴大農業規?；洜I。城市化進程中需要制定好土地流轉政策，集中農民手中土地時應切實維護好農民權益，土地流轉機制的完善以及實行成果將直接影響農村規?；洜I，土地流轉和規模經營水平的提高將會大幅提高農業現代化程度，進而促進城市化發展。

第四，優化政府農業財政投入結構。若想通過農業財政投入調節城市化速度，不僅要增加投入額度，還要調整農業財政投入的結構，即支農支出和農業基本建設、農業科技三項投入的比重。加大支農支出比重則可以通過提高農民生活水平來緩解城市化過快帶來的壓力，也可以通過加大農業基本建設、科技三項投入來提高農業現代化水平以加快城市化進程。

注 釋：

①本文選取長三角地區22個城市所在的上海、江蘇、浙江和安徽4個省市作為分析的樣本，一方面因為長三角地區作為我國經濟、科技中心是我國經濟快速發展的典范，這一地區的農業科技水平也較高；另一方面該地區也是我國人口密度最高的區域之一，是我國城市化水平較高、發展速度較快的領先地區。將安徽納入長三角樣本的原因是，屬于泛長三角地區的合肥、馬鞍山已經劃入長三角城市圈，同時，皖江城市帶的快速發展也使得安徽與其余3個長三角省市的差距逐漸縮小。

[1]Ranis G，Fei J C H.A Theory of Economic Development[J].The American Economic Review，1961，51（4）:533-565.

[2]Michael P Todaro.A Model of Labor Migration and Urban Unemployment in Less Developed Countries[J].The American Economic Review，1969，59（1）:138-148.

[3]馬恩成.對鄉村工業化、城市化與農業現代化、城鄉一體化的探討[J].南方經濟，1995（5）:12-13.

[4]郭劍雄.城市化與中國農業的現代化[J].經濟問題，2003（11）:48-50.

[5]劉成璧.城市化與“三農”問題的解決之道[J].宏觀經濟研究，2008（9）:32-37.

[6]沈凌，田國強.貧富差別、城市化與經濟增長——一個個基于需求因素的經濟學分析[J].經濟研究，2009（1）:17-29.

[7]梅芳權.中國農業現代化的發展階段和戰略選擇[J].調研世界，1999（11）:3-7.

[8]蔣和平，黃德林.中國農業現代化發展水平的定量綜合評價[J].農業現代化研究，2006（2）:87-91.

[9]曾利彬.我國農業現代化評價指標體系設計[J].安徽農業科學，2008（4）:1634-1635。

[10]朱婭，應瑞瑤.農民的現代性與農業全要素生產率——基于江蘇省農戶調查的實證分析[J].華東經濟管理，2011（11）：1-5.

[11]付曉丹.中國農村投資與農民收入和經濟增長——對兩類農村投資效果的分析[J].華東經濟管理，2012（11）：60-63.

[12]牛若峰.中國農業現代化走什么道路[J].中國農村經濟，2001（1）:4-11.

[13]夏小林，王小魯.中國的城市化進程分析——兼評“城市化方針”[J].改革，2000（2）:33-38.

[14]夏春萍，劉文清.農業現代化與城鎮化、工業化協調發展關系的實證研究——基于VAR模型的計量分析[J].農業技術經濟，2012（5）:79-85.

[15]Lin，Justin Yifu.Rural Reforms and Agricultural Growth in China[J].American Economic Review，1992，82（1）:34-51.

[16]韓曉燕，翟印禮.中國農業生產率的地區差異與收斂性研究[J].農業技術經濟，2005（6）:52-57.

[17]李靜，孟令杰.中國農業生產率的變動與分解分析：1978-2004年——基于非參數的HMB生產率指數的實證研究[J].數量經濟技術經濟研究，2006（5）:11-19.

[18]全炯振.中國農業全要素生產率增長的實證分析：1978-2007年——基于隨機前沿分析（SFA）方法[J].中國農村經濟，2009（9）:36-47.

[19]李谷成.技術效率、技術進步與中國農業生產率增長[J].經濟評論，2009（1）:60-68.

[20]周端明.技術進步、技術效率與中國農業生產率增長——基于DEA的實證分析[J].數量經濟技術經濟研究，2009（12）:70-82.